Les effets du taux d`intérêt réel sur l`activité en France
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Les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité en France Alexandre Mathis et Lucrezia Reichlin Département des études de l'OFCE Cet article présente les résultats d'une étude empirique des effets de choc exogènes de taux d'intérêt réel sur l'économie française. Pour ce faire, nous avons utilisé deux modèles autoré gressifs vectoriels et étudié leur dynamique suite à des perturbat ions exogènes. Le premier modèle ne comporte que des variables réelles et le deuxième est en termes nominaux avec une relation de cointégration faisant apparaître le taux d'intérêt réel. Nos résultats suggèrent qu'un choc de taux d'intérêt réel est inflation niste et que l'inflation a un impact dépressif sur l'activité écono mique. Ces résultats sont davantage conformes aux conclusions théoriques des modèles fondés sur l'hypothèse de marchés de clientèle qu'à ceux basés sur une structure concurrentielle ou oligopolistique des marchés. Les chocs sur le taux d'intérêt réel peuvent-ils avoir un effet durable sur l'économie ? Et si oui, dans quelles directions ? Il s'agit là d'une importante question de politique économique à laquelle la théorie macroéconomique n'apporte pas de réponse claire. Dans la littérature sur la croissance, la relation entre taux d'intérêt et natUœ^Lr^pTogres^rechniquë^ét~dê' croissance du PIB n'est pas dépourvue d'ambiguïté. Elle dépend de la leT nature 3es rerrdëmèTTts^ Parailleurs dans le modèle standard statique de macroéconomie, le taux d'intérêt réel est relié négativement au PIB dans le court terme, puisq u'il affecte la demande agrégée au travers de la consommation et de l'investissement. Cet effet n'est cependant que temporaire et en prin cipe disparaît à long terme. Plus récemment, plusieurs auteurs ont suggéré que les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité économique pouvaient être non seule ment négatifs mais également persistants dans le temps. Fitoussi et Phelps (1988), par exemple, présentent une analyse dans laquelle le taux d'intérêt réel mondial élevé est la cause de la récession des années quatre-vingt en Europe. De même, dans cette même revue, un travail empirique pour la France et les Etats-Unis, sur la relation de long Observations et diagnostics économiques n° 41 /juillet 1992 195 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin terme entre taux d'intérêt réel et chômage, montre que ces deux variables sont positivement reliées dans le long terme (Reichlin et Guillemineau, 1989). Les effets persistants du taux d'intérêt réel sont parfois expliqués par le fait que celui-ci est un coût pour l'entreprise et qu'il influence la valeur présente des profits futurs espérés. En affectant les coûts, le taux d'intérêt réel peut affecter l'offre et par là produire des effets durables. Cependant, le canal d'influence dépend de l'hypothèse faite sur la structure des marchés prévalant dans l'économie. Les modèles construits à partir d'une hypothèse de concurrence imparfaite prédisent que, dès lors que le taux d'intérêt réel affecte négativement la relation entre profits futurs espérés et profit présent, il peut influencer la fixation des prix par l'entreprise. Dans une hypothèse de structure de marchés oligopolistiques, une baisse des profits futurs espérés conduit à une concurrence accrue sur les prix, donc à une baisse du taux de marge (Rotemberg et Woodford, 1990). Au contraire avec une hypothèse de concurrence monopolistique ou de marchés de clientèle (« customer market », Phelps et Winter, 1970), la relation entre taux d'intérêt réel et taux de marge est positive (Fitoussi et LeCacheux, 1989). Les deux théories prédisent que les marges sont variables au cours du cycle, mais elles impliquent une relation différente entre taux d'intérêt réel et prix. Dans ce qui suit, nous utilisons deux modèles autorégressifs vector iels pour étudier les effets du taux d'intérêt réel en France au cours des quarante dernières années. Le premier modèle ne comprend que des variables réelles : taux d'intérêt réel, salaire réel et productivité du travail. Le deuxième comporte six variables : taux d'intérêt nominal, taux d'inflation, taux de salaire nominal, consommation, investissement et productivité du travail. Ce dernier système possède de plus une relation de cointégration qui fait apparaître le taux d'intérêt réel. L'analyse de la dynamique de ces deux systèmes nous permet d'étudier l'impact sur l'activité économique de chocs exogènes sur le taux d'intérêt réel. Elle permet également de déterminer quels sont les résultats des hypothèses théoriques sur les structures de marchés qui semblent les plus conformes à ce que l'on peut déceler sur les données françaises des quatre dernières décennies. 196 Les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité en France Effets théoriques du taux d'intérêt réel Pour l'entreprise, le taux d'intérêt réel est d'abord un coût ; celui du capital, et il entre, à ce titre, dans la fonction de profit de cette dernière. C'est de là que découle notamment la formulation standard de l'équation d'investissement comme fonction du taux d'intérêt réel. Lors que la productivité marginale du capital est décroissante, les entre prises investissent jusqu'au point où la productivité marginale du capital égale le taux d'intérêt réel ; à productivité marginale du capital donnée, plus le taux d'intérêt réel sera bas et plus le taux d'investissement sera élevé. Le taux d'intérêt réel affecte également l'actualisation des valeurs futures espérées des profits de l'entreprise : plus il est élevé et plus la valeur présente de l'espérance des profits futurs est faible. En ce qui concerne les ménages, le taux d'intérêt réel détermine le revenu que ces derniers tirent de la possession de titres ou, au cont raire, le poids de leur dette. Par ce canal, il affecte la consommation. L'effet d'une augmentation du taux d'intérêt réel sur la consommation sera positif s'il se traduit par un accroissement de la richesse nette des ménages et négatif dans le cas contraire (1). Dans le long terme, le taux d'intérêt réel est déterminé par la productivité marginale du capital ; à l'équilibre ils sont égaux, au taux de dépréciation près. Ici, nous nous intéressons à la dynamique d'ajus tement qui intervient à la suite d'une augmentation exogène et ponct uelle du taux d'intérêt réel. Il est généralement admis qu'un tel choc, ceteris paribus, a un effet dépressif sur la demande agrégée : en effet l'investissement décroît, car le coût du capital a augmenté. Une baisse de la consommation intervlënré"galëme"nX plus^am&igue s'il ý~a"uň effet clë richesse positif. Suite à cette chute de la demande agrégée, une offre excédentaire apparaît donc sur le marché du travail. Pour rétablir l'équilibre, le taux de salaire réel va devoir s'ajuster à la baisse. Si l'on suppose que les salaires nominaux sont rigides et le marché des biens concurrentiel, les salaires réels vont s'ajuster par le biais d'une augmentation des prix. Le taux d'intérêt réel va alors tendre à retourner à son niveau initial. Dans ce monde de concurrence, le prix est égal au coût marginal. Dès que l'augmentation des coûts provenant de la hausse du taux (1) Empiriquement, l'effet macroéconomique semble différer selon les pays. En France, il est généralement reconnu que le taux d'intérêt réel n'a pas d'effet sur la consommation. En Italie, où les ménages détiennent une dette publique importante, cet effet est positif. 197 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin d'intérêt réel disparaît, les prix retrouvent leur niveau antérieur. Il n'y a donc pas d'effet permanent sur l'économie. Si, en revanche, le marché des biens est non concurrentiel, un choc de taux d'intérêt réel affectera l'offre, et cet effet sera durable. Il dépendra du mode de fixation des prix qui prévaut dans l'économie. Tous les modèles non concurrentiels impliquent un taux de marge contracyclique, c'est-à-dire une relation négative entre la variation du produit et la variation du taux de marge. En revanche, ils présentent des relations différentes entre les variations du taux d'intérêt réel et du taux de marge. Dans le modèle de Stiglitz (1984), le monopoleur déjà en place limite les prix pour se défendre face aux entrées futures d'autres entreprises. Si le taux d'intérêt réel augmente, l'entrée sur son marché devient plus difficile. Il est donc moins menacé et augmente alors les prix. La relation entre taux d'intérêt réel et taux de marge est alors positive. Dans les modèles fondés sur l'hypothèse des « marchés de clien tèle» (Phelps et Winter, 1970), pratiquer des prix bas équivaut à investir en vue d'accroître la clientèle — donc la demande future. Dès lors, si les entreprises actualisent leurs profits futurs à un taux plus élevé, elles investiront moins et tendront, au contraire, à exploiter davantage leur clientèle existant en pratiquant des prix plus élevés, au risque même de voir cette clientèle se réduire à l'avenir. Ces modèles prédisent donc, comme celui de Stiglitz, une liaison positive entre les taux d'intérêt réel et les taux de marge. Une autre approche des marchés de clientèle est proposé par Gottfries (1986) et Greenwald et Stiglitz (1988). Une diminution de la demande provoque des contraintes de liquidité pour les entreprises. Ceci augmente le taux d'intérêt qui sert aux entreprises à actualiser leurs profits futurs. On retrouve alors le même résultat que dans le modèle de Phelps-Winter. Un résultat opposé par rapport aux trois modèles précédents se trouve dans Rotemberg et Woodford (1990). Ces derniers développent un modèle à partir de Rotemberg et Soloner (1986). Dans un oligopole, un petit nombre d'entreprises s'entendent pour maintenir leur prix de vente au dessus du coût marginal. Une hausse du taux d'intérêt réel ayant pour effet de réduire la demande future adressée à l'oligopole — donc d'augmenter, en termes relatifs, la demande présente — , les gains que chaque entreprise peut espérer d'une baisse unilatérale de ses prix de vente s'en trouvent accrus, tandis que le coût à attendre dans le futur en est réduit. Les entreprises sont, dès lors, davantage incitées à baisser leurs prix de vente. Ces modèles prédisent donc une liaison négative entre le taux d'intérêt réel et les prix, donc les marges. Les différents effets, à court et long terme, sur la production et les prix, d'un choc positif sur le taux d'intérêt réel sont résumés dans le 198 Les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité en France tableau 1. Pour discriminer entre ces différentes catégories de modèles, il apparaît naturel de déterminer le sens de la relation entre taux d'intérêt réel et inflation. C'est sur le signe de cette relation que l'investigation empirique qui suit tente d'apporter une réponse. 1. Effets théoriques sur les prix et /'output d'un choc positif sur le taux d'intérêt réel Court terme Modèle Long terme prix output prix output Marchés concurrentiels + - 0 0 Marchés de concurrence monopolistique + - + - Marchés oligopolistiques - + - + Les variables économiques utilisées et leurs caractéristiques statistiques Une analyse préliminaire des données (2) montre que le salaire nomin alet le taux d'intérêt nominal sont intégrés (3> d'ordre un, tandis que les prix sont intégrés d'ordre deux. Ces résultats (4) ne sont en rien surprenants. Ceux qui concernent les variables réelles le sont davant age.En effet, le PIB français apparaît intégré d'ordre deux, c'est-à-dire ; (2) La définition précise et la source des variables sont données en annexe. (3) Une variable est intégrée d'ordre un (respectivement deux) si sa différence première (respectivement d'ordre deux) est stationnaire. (4) Les tests d'intégration (i.e. de racine unitaire) sont maintenant bien connus les statistiques de test ne sont pas reportées ici mais sont disponibles auprès des auteurs. 199 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin que son accroissement (ou son taux de croissance, si l'on utilise le logarithme) n'est pas stationnaire. Les variables consommation et inves tissement sont, en revanche, intégrées d'ordre un. Ce résultat sur le PIB met en lumière une différence par rapport aux données américaines. Dans King et alii (1991), les auteurs montrent que les variables réelles américaines — PIB, consommation et investissement — sont intégrées d'ordre un. Le PIB est cointégré avec la consommation et l'investisse ment, c'est-à-dire que les rapports consommation sur PIB et investisse ment sur PIB sont stationnâmes dans le temps. Résultats qui manifeste ment ne peuvent s'appliquer à la France. Pour notre analyse à l'aide de modèles autorégressifs vectoriels, il nous faut utiliser un vecteur de variables stationnâmes ; le fait que le PIB soit intégré d'ordre deux nous conduirait à prendre l'accroissement de l'accroissement de ce dernier, ce qui pose évidemment des pro blèmes d'interprétation de cette variable. Nous avons donc fait le choix — peu orthodoxe — d'utiliser comme indicateur de l'activité réelle, la productivité apparente du travail, c'est-à-dire le rapport PIB sur emploi. Cette dernière variable est incontestablement intégrée d'ordre un. Comme l'illustre le graphique 1, la production présente une volatilité beaucoup plus grande que l'emploi, ce qui suggère l'existence de phénomène de thésaurisation de la main-d'œuvre et un comportement procyclique de la productivité apparente du travail. Ceci justifie notre interprétation de la productivité apparente du travail comme un indica teurde l'activité réelle. 1. Variations du PIB et de l'emploi 1965 I'I I' !' '!' 1960 Afin de pouvoir étudier les effets dynamiques d'un choc de taux d'intérêt réel sur l'économie, nous utilisons deux modèles autorégressifs vectoriels. 200 Les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité en France Un système à trois variables réelles Le premier modèle que nous analysons a trois composantes et contient uniquement des variables réelles. Le vecteur Xt modélisé est : X, = (rit, Arwt, Ду1,)' où rit est le taux d'intérêt réel, rwt le logarithme du salaire réel et ylt le logarithme de la productivité apparente du travail. Д représente l'opéra teur de différence première (5). Ce vecteur Xt, ainsi défini, est stationnaire. Au vu des tests de cointégration effectués, les deux variables salaire réel et productivité apparente du travail ne sont pas cointégrées. C'est-à-dire qu'il n'y a pas de combinaison linéaire entre rwt et yl, qui soit stationnaire (voir le tableau des résultats des tests de cointégration dans l'annexe 2). Soit une série stationnaire à к composantes X, représentée par : X,= =2 0 A, Х,ч + е, où Aj est une matrice kxk avec det (A(z)) = 0 pour z 2* 1 où A (z) = Ik - A, z - ... - Ар zp | | i (1) e, un bruit-blanc vectoriel E e, es = 0 si t Ф s = X si t = s | e, est le résidu de la régression linéaire de X, sur ses valeurs passées. Le vecteur^, est le "vëctëlir~de"Sг innovations du processus X7 à^ la date t : e, = X, - Proj [X, Xt_,...] Il est donc pertinent de considérer les e, comme des perturbations exogènes aux Xt. La représentation moyenne mobile infinie nous est donnée par : (2) x, où (3) 1 % e,_ i=0 j i 1 i = 1, 2, ... avec Ф„ = Ik (5) Д x, = X, — x -1 201 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin Pour obtenir une représentation en terme de bruit-blanc £, à compos antes orthogonales entre elles, il suffit de réécrire (2) avec £, = Pe, où PP' = 2 X,= ï =о i (4) ^s* = 2 VH P~' Aj i = 1, 2, ... avec Ýo* = P""1 (5) j = i L'équation (4) peut être vue comme la version structurelle de (2). Toute matrice P vérifiant PP' = 2 peut être utilisée. Sims (1980) a proposé de prendre la décomposition de Choleski de 2 où P est triangulaire infé rieure ; d'autres auteurs ont déterminé P sur la base de restrictions économiques (voir par exemple Blanchard et Quah 1989). Lippi et Reichlin (1992) ont remarqué que, étant donné ces critères d'identification, les représentations moyennes mobiles n'étaient pas uniques. Ils ont analysés les implications de la prise en compte des représentations alternatives à celle correspondant à la représentation autorégressive. Ici, nous ne consi dérons pas ce problème. Lorsque X, n'est pas une série stationnaire, par exemple une série vectorielle I (1) cointégrée, les représentations (2) et (4) peuvent toujours être calculées à l'aide respectivement de (3) et (5). Nous pouvons donc toujours étudier les réponses du système suite à un choc sur une de ses composantes à l'aide de (4). La représentation moyenne mobile de cette série vectorielle, donnée par l'équation (4) de l'encadré 1, nous permettra d'étudier la dynamique d'un choc exogène de taux d'intérêt réel. Pour orthonormaliser le vec teur des innovations, nous avons suivi l'approche de Sims (1980) et supposé que le modèle avait une structure recursive. Dans ce modèle trivarié, une telle hypothèse est aisément justifiable. En effet, la France peut être considérée comme un petit pays pour lequel le taux d'intérêt est exogène : il viendra donc en tête. Une justification de l'exogénéité du taux d'intérêt réel est donnée par Artus et Kaabi (1991), où il est montré que celui-ci suit les taux de l'Allemagne et des Etats-Unis. La seconde variable est le taux de salaire réel qui, sous l'hypothèse de taux de marge variables, est influencé par le taux d'intérêt réel. Enfin, la dernière est la productivité du travail qui est influencée par toutes les variables du système. Les graphiques 2 à 7 présentent les réponses du système à un choc exogène (innovation) sur les différentes variables. Deux faits sont à noter. En premier lieu, un choc de taux d'intérêt réel produit un effet durable et négatif sur le niveau de la productivité du travail. Dans le long terme, la variance de cette dernière variable est expliquée à environ 8 % par le taux d'intérêt (voir tableau 2). En second lieu, un 202 I' I1 I 35 II iI 30 II II M 25 1 1 1I "I 20 I I 15 II M II I 1 10 1 I 5 II M iI 0 1 ■10 Ií 2. Réponses de rw suite à un choc sur 3. Réponses de y I suite à un choc sur 4. Réponses de ri suite à un choc sur 0 5 10 15 20 25 30 35 203 'I '' 'I 1958 '' 'I ' Í' '' 1956 I' '' ' '| ' 1954 |' i| i -r 1952 '' 240 i 5. Réponses de yl suite à un choc sur I M M 35 I I 30 II ! 15 I! 10 I I M M M M M M 15 20 25 10 II II I M I II I 30 I! !I 25 II II II 20 II I II II II I °° II 204 5 II 7. Réponses de rw suite à un choc sur ' II M О ! 6. Réponses de ri suite à un choc sur II |" 35 Les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité en France choc de taux d'intérêt réel a un effet positif durable sur le niveau de salaire réel. Le taux réel explique la variance du salaire réel à environ 9 %. 2. Décomposition de la variance Retards ri rw yi A. Taux d'intérêt réel (ri) 1 2 4 10 40 100 96,00 89,66 82,38 80,43 0 2,65 8,57 14,43 15,69 0 1,45 1,87 3,19 3,88 94,06 86,29 84,00 77,30 76,60 0 7,92 10,40 13,50 14,07 B. Salaires nominaux (rw) 1 2 4 10 40 5,94 5,79 5,90 9,20 9,33 С Productivité du travail (yl) 1,85 1,89 2,29 7,49 7,92 1 2 4 10 40 5,35 5,54 5,65 6,25 8,26 92,80 92,57 92,06 86,25 85,82 L'interaction de longue période ejrtrejes ^riables_peirt être résumée par le graphique suivant : Diagramme 1 Interaction dynamique de longue période modèle trivarié yi -► rw b indique la réponse de b a un changement positif de a 205 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin Comme on peut le constater, l'effet sur notre indicateur d'activité est négatif mais l'effet sur le taux de salaire réel est positif. Ce dernier effet est, en réalité, la combinaison d'un effet sur les salaires nominaux et sur les prix. Dès lors, le signe de l'effet sur les prix est, a priori, ambigu. C'est pour clarifier ce point qu'il convient d'étudier un système de variables nominales. Un système nominal Le deuxième modèle est de plus grande dimension et comporte des variables nominales. L'idée est d'étudier les effets du taux d'intérêt réel à travers les effets de chocs du taux d'intérêt nominal et de chocs inflationnistes. Nous avons retenu six variables : Xt = (Дш,, Д2р,, Д1Ь Awt, Дс,, Ду1,)' où ni, représente le taux d'intérêt nominal, wt est le logarithme du salaire nominal ; p, est le logarithme des prix à la consommation ; ct est le logarithme de la consommation privée ; I, est le logarithme de l'inve stissement net privé ; ylt est le logarithme de la productivité apparente du travail. Nous avons imposé, comme précédemment, une structure triangul aire au modèle pour étudier sa dynamique. Une approche alternative aurait été d'exploiter les relations de croissance équilibrée, comme dans King et alii (1991). Malheureusement, les données françaises rejettent clairement le modèle simple de croissance utilisé dans King et alii. Comme on l'a vu, le PIB est intégré d'ordre deux, tandis que l'investi ssementet la consommation le sont d'ordre un. Puisque le modèle de croissance traditionnel est inapproprié pour la France d'après-guerre, et que d'autres restrictions unanimement reconnues sont difficiles à trou ver, il nous a semblé plus justifié d'utiliser une orthonormalisation statistique (voir l'encadré 1). La première étape consiste à rechercher les possibles relations de cointégration entre les variables. Les tests effectués (voir annexe 2) conduisent tout d'abord à rejeter les hypothèses de la théorie tradition nelle de la croissance : à savoir les deux relations de cointégration entre produit et consommation d'une part, entre produit et investissement 206 Les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité en France d'autre part. La seule relation de cointégration qui apparaît est entre le taux d'intérêt nominal et le taux d'inflation. Celle-ci nous indique que le taux d'intérêt réel ainsi retrouvé est stationnaire. Dans une deuxième étape, il convient d'estimer le système multivarié. Ce système est maintenant un modèle autorégressif vectoriel avec, cette fois, en plus une contrainte de cointégration, c'est-à-dire un modèle à correction d'erreur où le terme cointégrant est le taux d'intérêt réel qui résulte de la relation entre taux nominal et inflation. Le tableau de l'annexe 2 présente quelques résultats (6) des deux tests proposés par Johansen (1988). Soit une série X, à к composantes intégrée d'ordre un (I (1)), c'est-àdire que X, est non stationnaire mais ДХ, est stationnaire. Le cas particulier qui apparaît dans le texte est celui où il n'y a qu'une seule relation de cointégration, c'est-à-dire qu'il existe une combinaison linéaire des composantes de X, : (1) zt — а X, où a est un vecteur de dimension к telle que z, soit une série stationnaire (I (0)). La représentation VAR (cette fois-ci non stationnaire, à la différence de l'encadré 1) est donnée par : (2) A (L) X, = et où A (L) est un polynôme matriciel en l'opérateur retard L. En utilisant l'opérateur différence première Д, (2) peut se réécrire sous la forme : (3) A* (L) ДХ, = - A (1) X,_, + e, Sous l'hypothèse de cointégration, on a A (1) = 7 a' où y est un vecteur de dimension k. En utilisant (1), on arrive au modèle à correction d'erreur : (4) A* (L) ДХ, = - y zt_, + e, Dans le cas décrit dans l-article—z, est le taux d-intérêt réel, Le tableau 3 donne le coefficient du terme cointégrant et sa significativité pour chaque variable. Ce terme, qui, rappellons-le, correspond au taux d'intérêt réel, a un effet significatif seulement sur l'inflation, le taux d'intérêt nominal et la (6) On peut constater que les deux tests donnent des résultats différents pour le vecteur à six composantes (partie 4 du tableau). Etant donné que la seule relation interpré table économiquement est celle entre taux d'intérêt et inflation, nous avons décidé, au vu des résultats précédents, de ne retenir qu'un seul vecteur de cointégration. 207 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin 3. Terme cointégrant : effet sur les six variables Coefficient t - statistics Inflation + 0,09 + 2,68 Taux d'intérêt nominal - 0,03 - 1,74 Productivité du travail - 0,05 - 1,71 Salaires nominaux + 0,03 + 0,96 Consommation - 0,02 - 0,63 Investissement + 0,06 + 0,74 productivité du travail. Les coefficients concernant la consommation, l'investissement et le salaire nominal ne sont pas du tout significatifs et peuvent être considérés comme nuls. Le coefficient le plus important est celui de l'inflation et son signe est positif. L'effet sur la productivité du travail confirme le résultat observé sur le modèle précédent, à savoir un impact négatif du taux d'intérêt réel sur l'activité économique. L'effet sur le taux d'intérêt nominal est également négatif. Les effets opposés du taux d'intérêt réel sur l'inflation et le taux nominal ne doivent pas étonner : le taux d'intérêt réel est une variable stationnaire, c'est-à-dire avec une moyenne indépendante du temps ; toute perburbation qui l'écarté trop de sa moyenne doit donc provoquer un mouvement inverse pour lui permettre de retourner vers sa valeur moyenne. Intéressons-nous maintenant aux réponses du système à la suite de différents chocs exogènes effectués sur les innovations des variables (graphiques 8 à 17). Les effets des chocs de taux d'intérêt nominal et d'inflation vont permettent de clarifier le mécanisme à travers lequel le taux d'intérêt réel affecte l'activité économique. Il est aisé de voir qu'un choc exogène sur le taux d'intérêt nominal à un effet positif persistant sur l'inflation et le niveau des salaires nomi naux. La productivité du travail, la consommation et l'investissement présentent, par contre, une réaction négative durable. De la même manière, on constate qu'un choc sur l'inflation modifie négativement les variables du secteur réel, à savoir la consommation, l'investissement et la productivité du travail ; le salaire nominal est, en revanche, affecté positivement par un choc d'inflation. Cependant ce dernier a une influence négative sur le taux d'intérêt nominal. 208 II 1I 35 I II II 30 Ii I Ii 25 II I! 20 I[ I I II 15 I !I 10 II II t 5 II II Г 0 I 10 "■ iI 8. Réponses de Ар suite à un choc sur I 35 II I II 30 II 1 M M 25 I I I1 20 II 15 II M |I i 10 |i |i |] 5 | | 0 1[ -1-40 J || 9. Réponses de I suite à un choc sur W^Réponses dew suite à un choc sur 0 5 10 15 20 25 30 35 209 12. Réponses de y l suite à un choc sur ni 25 30 35 ггг 10 гт~т~г 15 20 25 30 35 20 25 30 35 II I 20 II Г 15 10 I II II П I 45 II ,,\ I 11. Réponses de с suite à un choc sur m °5 -.10 - -35 H 5 13. Réponses de ni suite à un choc sur 004° — 210 5 14. Réponses de I suite à un choc sur Ap 10 15 20 25 30 35 I 35 T II I 30M II II M25 I I II 20 II I II 15 I II II 10 || I| M5 | | 0 1| 0.25 -> [ 15. Réponses de w suite à un choc sur Ap 16. Réponses de с suite à un choc sur Ap 211 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin 1 7. Réponses de y I suite à un choc sur Ap °л 5 A o.io \ \ - Quelques interactions dynamiques Diagramme de longue 2 période modèle à six variables Apt b indique la réponse de b à un changement positif de a Nous pouvons maintenant conclure qu'un choc inflationniste réduit le taux d'intérêt réel. Ce résultat met en lumière le mécanisme grâce auquel le taux d'intérêt réel retourne vers sa valeur stationnaire : une augmentation du taux d'intérêt réel a un effet inflationniste ; l'inflation 212 Les effets du taux d'intérêt réel sur l'activité en France corrige alors à la baisse le taux d'intérêt réel ; de plus ce dernier affecte négativement le taux nominal, ce qui contribue également à faire bais ser le taux réel. Tant un choc sur l'inflation qu'un choc sur le taux d'intérêt nominal ont un effet dépressif sur l'activité économique au travers d'une baisse de la consommation et de l'investissement. Les effets d'un choc de taux d'intérêt réel sont persistants, positif sur l'inflation et négatif sur l'activité réelle. Conclusion A partir des deux modèles que nous avons estimés, il apparaît qu'un choc positif sur le taux d'intérêt réel a un effet négatif sur l'activité économique. Cet effet peut être décelé directement à partir du modèle à trois variables. Un choc exogène appliqué directement sur le taux d'intérêt réel produit une réaction négative et permanente de la product ivité du travail. Avec le modèle à six variables, nous pouvons voir les canaux par lesquels cet effet se propage. Une perturbation exogène du taux d'inté rêt nominal a des conséquences dépressives sur l'activité réelle, soit de manière directe au travers d'une baisse de la consommation et de l'investissement, soit indirectement par l'augmentation de l'inflation qui, e n "retour, af f e с te n ég a t i v em ел ti а со n so mm at i о n^ I 'in v e s t i ss e me n-t-e t-l-a productivité. De plus, le signe du paramètre devant le terme cointégrant indique une correlation positive entre le taux d'intérêt réel et l'inflation. Ceci incite à conclure qu'un choc sur le taux d'intérêt réel peut être considéré comme un choc inflationniste. De tels résultats sont en accord avec l'hypothèse de marchés de clientèle, mais en contradiction avec ce que prédit le modèle oligopolistique de détermination des prix. 213 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin Références bibliographiques : : Artuš P. et M. Kaabi, 1991 : « Quels canaux, quels retards et quels mécanismes dans la transmission domestique et internationale des cycles réels et finan ciers ? », Caisse des Dépôts et Consignations, document de travail, n° 199115/T. Bernanke В., 1986: «Alternative Explanations of the Money-Income Correlat ion », Carnegie-Rochester Conference Series, 25, 49-99. Blanchard O.J., 1990 : « A Traditionnal Interpretation of Macroeconomic Fluc tuations », American Economic Review, 79, 1166-1164. 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A l'exception du taux d'intérêt réel, elles proviennent toutes de la base de données trimestrielles longues établie par Laroque et alii (1990). prix de la consommation marchande des ménages (base 100 en 1980) ; investissement total des entreprises ; С consommation des ménages en biens et services marchands ; w salaire brut trimestriel par tête ; PIB marchand ; emploi salarié des entreprises non financières ; productivité apparente du travail y/l ; m taux d'intérêt nominal à l'émission des obligations de long terme garant ieset assimilées (source Caisse des Dépôts et consignations) ; ni corrigé du taux d'inflation observé. 215 Alexandre Mathis, Lucrezia Reichlin Annexe 2. Tests de cointégration (Johansen 1988) (i) Productivité du travail (yl) et salaire réel (rw) Нэ r= 0 r<1 test X max 11,4 .62 résultat r=0 test X trace 12.1 .62 résultat r= 0 (ii) Taux d'intérêt nominal (ni) et taux d'inflation (Др) Ho r =0 rsi test X max 29,97* 2,44 résultat r= 1 test X trace 32,41* 2.44 résultat r= 1 (iii) Consommation [c) et investissement (I) Ho r=0 rsi test X max 14.56 3.40 résultat r=0 test X trace 17,96 3,40 résultat r= 0 iv) Consommation (c) et investissement (I) productivité du travail (yl), taux d'inflation Др), taux d'intérêt nominal (ni), salaires nominaux (w) Ho r=0 r< 1 r<2 r<3 r<4 r<5 test X max 89,29* 33,21 25,32 13,66 10.22 3,88 résultat r= 1 test X trace 175,58* 86,29* 53,09 27,77 14,11 3,88 résultat r= 2 (1) : Ho : hypothèse nulle ; r indique le nombre de vecteurs de cointégration ; les tests sont au seuil 5 % ; * indique le rejet de l'hypothèse nulle. Source : calculs OFCE. 216
